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技術(shù)性貿(mào)易壁壘的發(fā)展趨勢和影響因素
關(guān)稅作為國際貿(mào)易的政策工具和貿(mào)易保護(hù)的重要手段，曾在國際貿(mào)易史上占據(jù)重要地位。然而隨著關(guān)貿(mào)總協(xié)定多邊貿(mào)易談判的進(jìn)行，關(guān)稅得到大幅度削減。多數(shù)發(fā)達(dá)國家的制成品關(guān)稅從1947年的40%，降低到20世紀(jì)70年代初的6%~8%左右。東京回合更是使關(guān)稅進(jìn)一步降低，歐盟平均為6%，日本為5.4%，美國為4.9%。關(guān)稅已經(jīng)不能成為貿(mào)易保護(hù)的有效壁壘。
技術(shù)性貿(mào)易壁壘內(nèi)涵
技術(shù)性貿(mào)易壁壘(Technical Barriers to Trade，簡稱TBT)是非關(guān)稅壁壘的一種，在關(guān)稅不斷削減、關(guān)稅壁壘的作用越來越小的背景下，其發(fā)揮的作用越來越大。很多國家利用TBT達(dá)到減少進(jìn)口，保護(hù)本國生產(chǎn)商利益的目的。
據(jù)統(tǒng)計，在20世紀(jì)70年代里，技術(shù)性貿(mào)易壁壘占非關(guān)稅壁壘的比例約為10%~30%。而進(jìn)入20世紀(jì)90年代后，技術(shù)性貿(mào)易壁壘的比重有了大幅度地提高，已經(jīng)達(dá)到了80%。技術(shù)性貿(mào)易壁壘對國際貿(mào)易的影響也越來越大，1999年受技術(shù)性貿(mào)易壁壘影響的商品出口額已經(jīng)占到世界商品出口貿(mào)易總額的25%，受其影響而減少的商品出口額占全世界出口總額的3.7%~6.25%。
我國加入世界貿(mào)易組織之后，進(jìn)出口貿(mào)易量年年遞增，在獲得巨大出超的同時，也遭受著不可忽視的損失。根據(jù)商務(wù)部的調(diào)查，2002年，我國71%的出口企業(yè)遭受技術(shù)性貿(mào)易壁壘，39%的出口產(chǎn)品受到影響，造成損失170多億美元，占當(dāng)年出口總額的5.2%。其中首當(dāng)其沖的是農(nóng)畜業(yè)，損失約90億美元，其次是輕工業(yè)和機(jī)電業(yè)，受損額分別是40億和20億美元，此外紡織、醫(yī)療、化工產(chǎn)業(yè)也受到影響。因此應(yīng)加強對技術(shù)性貿(mào)易壁壘的研究，以便采取積極的措施應(yīng)對技術(shù)性貿(mào)易壁壘。
技術(shù)性貿(mào)易壁壘的發(fā)展趨勢
(一)TBT和SPS通報數(shù)逐年增加且增長迅速
一般認(rèn)為，技術(shù)性貿(mào)易壁壘有狹義和廣義之分。狹義的技術(shù)性貿(mào)易壁壘指WTO《技術(shù)性貿(mào)易壁壘協(xié)議》規(guī)定的技術(shù)法規(guī)、標(biāo)準(zhǔn)和合格評定程序；廣義的技術(shù)性貿(mào)易壁壘還包括動植物及其產(chǎn)品的檢驗和檢疫措施(SPS)、包裝標(biāo)簽要求、綠色壁壘等。從1995年到2005年，TBT通報總量增長了122%，SPS通報總量增長333%，2005年底TBT和SPS通報總數(shù)達(dá)到1721件。其中發(fā)展中國家通報數(shù)增長迅速，1999年發(fā)展中國家的通報數(shù)就超過了發(fā)達(dá)國家。雖然發(fā)展中國家的SPS通報數(shù)少于發(fā)達(dá)國家，但是增長比較快。
(二)技術(shù)性貿(mào)易壁壘呈現(xiàn)出擴(kuò)散效應(yīng)
擴(kuò)散效應(yīng)可分為地區(qū)之間的擴(kuò)散和產(chǎn)品行業(yè)之間的擴(kuò)散。地區(qū)之間的擴(kuò)散表現(xiàn)為指實施技術(shù)性貿(mào)易壁壘的國家越來越多，某一國宣布對某種產(chǎn)品實施禁令之后其他國家紛紛效仿。2006年我國產(chǎn)花生被歐盟通報，原因是黃曲霉素超標(biāo)，之后日本也以黃曲霉素超標(biāo)為由扣留我國產(chǎn)花生。產(chǎn)品行業(yè)之間的擴(kuò)散表現(xiàn)為，技術(shù)性貿(mào)易壁壘從一種產(chǎn)品擴(kuò)散到相關(guān)產(chǎn)品甚至擴(kuò)散到其他行業(yè)。歐盟的生態(tài)紡織品服裝指令原只有幾種紡織品和服裝，現(xiàn)在擴(kuò)大到腈綸、棉和天然纖維素，幾乎囊括了所有紡織品和服裝。
(三)技術(shù)性貿(mào)易壁壘逐漸發(fā)展成完善的體系
技術(shù)性貿(mào)易壁壘涉及范圍從初級產(chǎn)品、中間產(chǎn)品到工業(yè)制成品，同時也覆蓋產(chǎn)品的加工生產(chǎn)、包裝運輸、銷售和消費的整個生命周期，還擴(kuò)展到金融、服務(wù)貿(mào)易、知識產(chǎn)權(quán)和環(huán)境保護(hù)等領(lǐng)域在每個領(lǐng)域都有國際的、國家的和地區(qū)的法令、規(guī)定、要求、指南、準(zhǔn)則和程序，一起構(gòu)成了完整的技術(shù)性貿(mào)易壁壘體系。
基于線性回歸模型分析影響技術(shù)性貿(mào)易壁壘的因素
改革開放以來，我國經(jīng)濟(jì)持續(xù)、穩(wěn)定、快速發(fā)展，人民生活水平提高。2000年“九五”計劃完成后，在全國人口比1980年增加了3億左右的情況下，實現(xiàn)人均國內(nèi)生產(chǎn)總值比1980年翻兩番，基本消除貧困現(xiàn)象，人民的生活達(dá)到小康水平。1995到2004年間，我國國內(nèi)生產(chǎn)總值從58478.1億元增長到136875.9億元，國家財政收入從6242.2億元增長到26396.47億元。居民消費價格指數(shù)和商品零售價格指數(shù)都有明顯下降。人民幣對美元匯率穩(wěn)中有降，進(jìn)出口貿(mào)易總額大幅增長，從2808.6億美元增長到11545.5億美元，貨幣供應(yīng)量從60750.5億元增長到253207.7億元。這表明，我國在1995年到2004年間經(jīng)濟(jì)發(fā)展穩(wěn)定，國力逐步增強。
本文利用線性回歸模型分析我國宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)對TBT、SPS通報總數(shù)的影響。將1995年到2004年歷年的TBT、SPS通報總數(shù)作為因變量y，將國內(nèi)生產(chǎn)總值、國家財政收入、居民消費價格指數(shù)、商品零售價格指數(shù)、人民幣對美元匯價、進(jìn)出口貿(mào)易總額和貨幣供應(yīng)量這7項我國宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)分別作為自變量x，用Eviews軟件求解回歸系數(shù)，得到的結(jié)果在表1第一列。
(一)負(fù)相關(guān)因素
從表1可以看出TBT、SPS通報總數(shù)與國內(nèi)生產(chǎn)總值、國家財政收入、進(jìn)出口貿(mào)易總額和貨幣供應(yīng)量呈正相關(guān)，與居民消費價格指數(shù)、商品零售價格指數(shù)、人民幣兌美元年平均匯價呈負(fù)相關(guān)。技術(shù)性貿(mào)易壁壘的目的是限制進(jìn)口，因此技術(shù)性貿(mào)易壁壘通報數(shù)與出口量有密切關(guān)系，國內(nèi)生產(chǎn)總值、國家財政收入、進(jìn)出口貿(mào)易額伴隨著出口量增大而增長，因此它們和通報數(shù)呈正相關(guān)。居民消費價格指數(shù)、商品零售價格指數(shù)的降低有利于商品出口，因此它們與通報數(shù)呈負(fù)相關(guān)，人民幣兌美元年平均匯率升高，會使用外幣表示的國內(nèi)商品價格上升，不利于商品出口，因此它也與通報數(shù)呈負(fù)相關(guān)。
(二)正相關(guān)因素
在呈正相關(guān)的因素中，進(jìn)出口貿(mào)易總額的回歸系數(shù)最大，表明它的變化對TBT、SPS通報總數(shù)的影響最明顯，即我國進(jìn)出口貿(mào)易總額每增加1億美元，TBT、SPS的通報數(shù)約增加0.102155。負(fù)相關(guān)的因素中，人民幣兌美元年平均匯價的回歸系數(shù)的絕對值最大，這說明人民幣兌美元匯率每下降1個百分點，會帶來通報總數(shù)增長113.3212。
下面還需要考察每個因素的回歸系數(shù)是否有可能等于零，如果有可能等于零，說明該因素和TBT、SPS通報總數(shù)沒有顯著的線性關(guān)系。在本模型中，樣本個數(shù)是10，回歸方程的自變量為1個，常數(shù)項為1個，因此自由度為10-1-1=8。查具有k個自由度的t分布的c值表，當(dāng)自由度為8，概率為95%時，c=2.31。表1第二列是由Eviews軟件計算出的，各因素的回歸系數(shù)的t統(tǒng)計值。除商品零售價格指數(shù)之外，其他因素的回歸系數(shù)的t統(tǒng)計值的絕對值都大于2.31，因此可以認(rèn)為在95%的置信水平下，這些因素的回歸系數(shù)不等于零，即這些因素與TBT和SPS通報總數(shù)有顯著的線性關(guān)系。表1第三列中的概率Prob顯示了在t分布中取得前一列的t統(tǒng)計量的概率。通常如果概率小于0.05即可認(rèn)為對應(yīng)回歸系數(shù)顯著不為零，即線性關(guān)系顯著。
(三)可決系數(shù)R2
接下來考察可決系數(shù)R2。R2是由自變量的線性回歸等式解釋因變量的觀測值在總變化中的比例。R2是位于0到1之間的數(shù)，一般R2的數(shù)值越接近1，回歸模型擬合得越好。表1第四列是通過Eviews軟件計算出的TBT、SPS通報總數(shù)與我國7項宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的可決系數(shù)R2。可以看到除了居民消費價格指數(shù)和商品零售價格指數(shù)之外，其余5項指標(biāo)的可決系數(shù)R2都較高，其中R2最高的是貨幣供應(yīng)量和國內(nèi)生產(chǎn)總值，分別達(dá)到了0.8848和0.8758。但是R2高并不一定表明兩個變量之間有較強的因果關(guān)系。
因素之間的樣本相關(guān)系數(shù)及多元線性回歸模型的討論
在有多個自變量的多元線性回歸中，任何兩個自變量之間不能有較高的相關(guān)性，因為這樣會造成多重共線，導(dǎo)致其中一個或多個自變量回歸系數(shù)的t統(tǒng)計值不能通過檢驗。多重共線問題通�？梢杂上粋�或多個自變量來解決。
用Eviews軟件計算7項指標(biāo)之間的兩兩樣本相關(guān)系數(shù)，結(jié)果國內(nèi)生產(chǎn)總值、國家財政收入、進(jìn)出口貿(mào)易總額、貨幣供應(yīng)量這4項指標(biāo)之間的兩兩樣本相關(guān)系數(shù)很高，達(dá)到96%。居民消費價格指數(shù)和商品零售價格指數(shù)這2項指標(biāo)的樣本相關(guān)系數(shù)更高，達(dá)到99%。人民幣兌美元的年平均匯價和居民消費價格指數(shù)之間的相關(guān)系數(shù)也達(dá)到94%。在目前考慮的7項指標(biāo)中，上述樣本相關(guān)系數(shù)較高的幾個指標(biāo)不能同時列入一個多元線性回歸模型中。
另外，在線性回歸分析中有自變量個數(shù)k和觀測數(shù)據(jù)個數(shù)n的一般規(guī)則，即n>5 (k+2)。本模型由于觀測數(shù)據(jù)只有10組，因此自變量個數(shù)不宜超過1個，不宜建立多元回歸模型。
結(jié)論
本文通過線性回歸模型定量描述我國宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展指標(biāo)和TBT、SPS通報總數(shù)之間的關(guān)系。TBT、SPS通報總數(shù)與各因素分別建立一元線性回歸模型后，除商品零售價格指數(shù)的回歸系數(shù)之外，其他因素的回歸系數(shù)都通過了t檢驗，即自變量的回歸系數(shù)在95%的置信水平下不等于零，線性關(guān)系顯著。
TBT、SPS通報總數(shù)與國內(nèi)生產(chǎn)總值，國家財政收入，人民幣兌美元年平均匯價，進(jìn)出口貿(mào)易總額，貨幣供應(yīng)量等這些因素有較高的可決系數(shù)R2，其中和貨幣供應(yīng)量的可決系數(shù)最高，說明模型和觀測數(shù)據(jù)擬合的最好；與居民消費價格指數(shù)和商品零售價格指數(shù)的可決系數(shù)不高，說明兩者線性關(guān)系不明顯。由于各因素間的樣本相關(guān)系數(shù)較高和觀測數(shù)據(jù)有限，不適合建立多元線性回歸模型。
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